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经济地理 >

2020 , Vol. 40 >Issue 1: 50 - 56

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2020.01.006

区域经济理论与方法

税收负担对城乡居民消费的门槛效应分析

  • 温桂荣 , 1 ,
  • 黄纪强 , 1, ※ ,
  • 崔若男 2 ,
  • 潘彬 1
展开
  • 1.湖南工商大学 财政金融学院，中国湖南 长沙 410205
  • 2.湖南工学院 经济与管理学院，中国湖南 衡阳 421002
※黄纪强（1994—），男，湖南浏阳人，硕士研究生。主要研究方向为财税政策与收入分配及数量经济。E-mail：。

温桂荣（1970—），女，陕西户县人，硕士，副教授。主要研究方向为财税政策与收入分配。E-mail：。

收稿日期: 2019-09-14

  修回日期: 2019-12-23

  网络出版日期: 2025-04-25

基金资助

国家社会科学基金项目(18BJY219)

湖南省社会科学基金项目(17YBA256)

收起

The Analysis of Threshold Effect of Tax Burden on Consumption of Urban and Rural Residents

  • WEN Guirong , 1 ,
  • HUANG Jiqiang , 1, ※ ,
  • CUI Ruonan 2 ,
  • PAN Bin 1
Expand
  • 1. College of Finance，Hunan University of Technology and Business，Changsha 410205，Hunan，China
  • 2. School of Economics and Management，Hunan Institute of Technology，Hengyang 421002，Hunan，China

Received date: 2019-09-14

  Revised date: 2019-12-23

  Online published: 2025-04-25

Fold

摘要

基于2002—2017年中国31个省市面板数据，采用面板门槛回归方法，以城乡居民收入为门槛变量，实证分析宏观税负、间接税负及直接税负对城乡不同收入居民群体消费的影响。结果表明：宏观税负对城镇居民消费存在显著的双门槛挤出效应，但对高收入群体不显著；间接税负对城镇居民消费存在“非线性”的双重门槛效应；直接税负对城镇居民消费只存在单一门槛效应。宏观税负对农村居民消费也产生了非线性效应，但直接税负和间接税负对农村居民消费都只存在单一门槛挤出效应。

关键词： 税收负担; 城乡居民消费; 中等收入群体; 门槛效应; 城乡二元结构; 城乡收入差距; 高质量发展

本文引用格式

温桂荣 , 黄纪强 , 崔若男 , 潘彬 . 税收负担对城乡居民消费的门槛效应分析[J]. 经济地理, 2020 , 40(1) : 50 -56 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2020.01.006

Abstract

This paper analyzes the impact of macro tax burden, indirect tax burden and direct tax burden on the consumption of different income groups based on the panel data of 31 provinces and cities in China from 2002 to 2017. We use the panel threshold regression method and the income of urban and rural residents as the threshold variable to analyze data. The results show that: for urban residents' consumption, macro tax burden has a significant dual threshold crowding out effect on urban residents' consumption, but insignificant for high-income groups. Indirect tax burden has nonlinear dual threshold effect on urban residents' consumption, while the direct tax burden has a single threshold effect on the consumption of urban residents. For the consumption of rural residents, the macro tax burden has a nonlinear effect, but both direct tax burden and indirect tax burden have a single threshold crowding -out effect on the consumption of rural residents.

Key words： tax burden; consumption of urban and rural residents; middle-income group; threshold effect; urban-rural dual structure; urban-rural income gap; high-quality development

中国经济发展已经进入新时代，由高速增长阶段转向高质量发展阶段，消费已成为推动我国经济增长的第一驱动力。消费最终由居民和政府承担，其中居民消费是最终消费的主体，是拉动GDP增长的内生动力。我国拥有世界上人口最多的中等收入群体，2017年已经超过4亿人[1]，中等收入群体是我国消费的主力军，提高中等收入群体比重能有效扩大居民消费，促进经济顺利转型。党的十九大报告第一次在中央文件中将“促进消费的体制机制”明确作为中国社会主义市场经济体制发展的重要内容，提出要“完善促进消费的体制机制，增强消费对经济发展的基础性作用”。国务院也先后密集印发了《关于进一步扩大和升级消费持续释放内需潜力的指导意见》（国发[2017]40号）等政策措施。这显示，着力破除制约消费发展的体制机制障碍，推动居民尤其是中等收入居民群体消费升级已经上升为国家经济政策的重要关切点和着力点。但我国居民消费和政府消费一直处于世界偏低水平，较高的税负水平极大制约居民消费，如何发挥税收作用促进中等收入居民群体消费升级，进而扩大全国内需，已成为税收制度和政策改革的重要考量。本文基于税收负担的角度，利用门槛回归模型，引入居民收入作为门槛变量，分析宏观税负、间接税负及直接税负对城乡居民消费的非线性影响，进一步寻求税收负担对城乡不同收入居民群体消费的影响规律，为我国实现消费驱动发展战略，社会收入分配结构由“金字塔”型转为稳定的“橄榄型”提供政策参考。

1 文献评述

国外学者关于财税政策对居民消费影响的非线性效应研究中，不同学派观点差异较大。Giavazzi发现在丹麦和爱尔兰的财政紧缩期间其财政政策能促进私人消费，该发现极大挑战了传统凯恩斯理论[2]，随后国外学术界对财政政策非线性进行了大量研究。Bertola从理论角度建立最优模型，认为财政支出能对居民消费产生非线性效应[3]。Amano研究发现个人消费在短期和长期存在较大的差异，并且财政支出对居民的消费也存在显著性的非线性影响[4]。Wang实证研究财政消费性支出和投资性支出对居民消费的影响，发现政府消费性支出对居民消费产生了显著的非线性效应[5]。Wissem使用门槛回归模型分析财政政策对私人消费的影响，发现税收收入一旦超过了临界阀值便会产生非凯恩斯效应[6]。Goldin从税收凸显角度分析税收对不同居民消费的影响，发现征收消费税和销售税会显著降低低收入人群对香烟的需求，对于高收入人群的卷烟消费却不显著[7]。
我国学者关于财税政策与居民消费之间非线性影响的研究中，如张明喜、王立勇、方红生、储德银等研究了财政政策紧缩和扩张两个时期的政策总效应对农村居民消费均产生显著非凯恩斯效应[8-11]。徐斌基于相对收入假说理论，发现收入差距对东部和中西部地区消费影响效果存在较大的差异，财政支出对东部和中西部都产生显著的非线性影响，但是东西部呈现“正U”形分布，而中部呈现相反的“倒U”形分布[12]。毛军从财税政策和收入差距的角度分析税收负担对居民消费存在非线性影响，研究表明非线性效应非常显著[13]。许多学者从各个角度分析税收政策对中国居民的消费影响，如洪源从民生财政收入切入，分析了在跨越“中等收入陷阱”约束下民生财政对居民消费的影响，运用居民收入作为门槛变量分析中国的财政收入对居民消费存在显著的双重门槛效应，并且呈现“先增后减”的“倒U型”的非线性效果[14]。王结玉认为应重点关注个人所得税制对中等收入群体消费的影响，运用税收政策努力提高中等收入群体比重，使低收入群体向高收入群体转化[15]。
国内学者关于城乡居民税收负担的测算以及对居民消费影响的研究中，关于间接税负担的实证研究较多。聂海峰等认为间接税负对居民收入调节具有重要的意义，应合理设置间接税负比重，防止间接税累退效应影响中低收入群体消费[16]。汪昊等发现农村居民的间接税负大于城镇居民，并测算出中国城乡居民间接税负担均呈U型[17]。赵艾凤等认为我国消费税虽然对城乡收入差距的调节效果有限，但是在2009年之后成品油消费税成为影响消费税分配效应的最主要因素[18]。杨森平等通过计算和比较间接税后及税前泰尔指数，发现间接税对城乡居民收入差距的影响以逆向调节为主，当前我国城乡居民单位收入所承担的实际间接税差异是促使间接税加大城乡居民收入差距的最主要原因[19]。陈建东等研究发现消费税在不同的时期对我国城乡收入差距存在差异，在2000—2011年起到正向调节作用，然而在2012—2017年消费税对我国城乡收入差距却转为逆向调节[20]。许坤等利用广义矩估计的面板向量自回归模型对税收负担影响收入分配差距的机理进行了实证研究，结果表明税收负担并不直接影响收入分配差距，但能通过产业结构调整和政府投资间接影响收入在企业和居民部门间的分配[21]。
国内也有部分学者研究了收入与居民消费以及居民消费升级等问题。韩玉萍等发现总收入及收入来源的不确定性对居民消费在地区上存在显著差异，其中总收入不确性促进了东、西部农村居民消费，但抑制了中部消费[22]。李卫华从制度创新的角度研究了居民城乡收入差距，提出居民工资性收入、居民财产净收入和转移净收入的城乡差距都很大[23]。陈浩等发现城镇居民消费结构与收入阶层存在较大的差异，低收入群体主要为生存型消费，中等收入群体体现为扩大发展型消费，而高收入群体主要表现为享受型消费趋势，并且三种消费类型依次从低收入群体向高收入群体转变[24]。
综上，国内外学者的研究成果为税收负担对居民消费的影响提供了许多重要的研究思路。但已有的研究大多从财税政策或税收负担角度研究对居民消费的影响，或单独研究城乡居民消费问题，研究结果各不相同。本文将基于门槛回归模型，以城镇和农村居民收入作为门槛变量分析宏观税负、直接税负以及间接税负对城乡居民消费的非线性影响。

2 税收负担对居民消费的非线性门槛效应实证检验

2.1 门槛模型的设定

本文借鉴Hansen静态面板门槛回归方法进行实证研究[25]。门槛回归模型是指当经济参数达到特定的数值后，引起另一个经济参数发生结构性突变的计量研究方法，该方法以残差平方和最小化为条件确定门槛值，并检验门槛值的显著性，该方法克服了主观设置架构突变所产生的偏误。在进行静态面板门槛模型估计时，首先需要对门槛值 γ和模型变量参数估计值 α进行估计，然后判断门槛值是否显著并对门槛值的置信区间进行估计。可以分为以下四个步骤进行检验：首先将任意 γ 0作为初始值赋予 γ，并且在给定的门槛值下，利用普通最小二乘法估计模型的各个参数值以及对应的残差平方和。然后以残差平方和最小化 s 1 γ值来获得 γ的估计值 γ ^ = a r g m i n S 1 γ，从而找到最优门槛估计值。第一个假设检验的原假设为 H 0 : α 1 = α 2，备择假设为 H 1 : α 1 ≠ α 2，通过构造 F统计量 F = S 0 - S 1 γ ^ / σ ^ 2来判断门槛值是否显著，其中 S 0为原假设的残差平方和。第二个假设检验的原假设为 H 0 : γ ^ 1 = γ 0，备择假设为 H 1 : γ ^ 1 ≠ γ 0，通过构造似然比函数 L R = S 1 γ - S 1 γ ^ / σ ^ 2来检验门槛值是否等于真实值，由于统计量均不服从标准正态分布，因此运用自抽样法（Bootstrap）来得到 F检验的渐进分布和概率 P值，以此来提高检验的显著性。在通过第一个检验后，第二个检验也通过在10%的显著性水平，表明静态面板门槛模型存在双门槛效应。由于我国的城乡二元经济结构的存在，分别建立税收负担对城镇消费和农村消费的影响，本文拟考虑设定如下静态面板门槛模型设定进行研究。
c z c o n s = α 0 + α 1 X i t c z i n c i t ≤ γ 1 +                                   α 2 X i t γ 1 < c z i n c i t ≤ γ 2 +                                   α 3 X i t c z i n c i t > γ 2 + λ Z i t + μ i + ε i t
n c c o n s = α 0 + α 1 X i t n c i n c i t ≤ γ 1 +                                     α 2 X i t γ 1 < n c i n c i t ≤ γ 2 +                                     α 3 X i t n c i n c i t > γ 2 + λ Z i t + μ i + ε i t
式中：（1）和（2）分别表示三种税收负担对城镇居民和农村居民的消费影响是否存在双门槛效应模型组。其中下标 i代表地区； t代表时间； c z c o n s i t表示城镇人均消费； n c c o n s i t表示农村人均消费； c z i n c i t表示城镇人均可支配收入； n c i n c i t表示农村人均可支配收入； I ( · )为指标函数； X i t表示税收负担； γ 1和 γ 2为待估测的门槛值； Z i t表示外生控制变量； μ i表示个体扰动项； ε i t表示随机扰动项。

2.2 数据的来源与变量说明

本文选取全国31个省、直辖市、自治区（除港澳台外）2002—2017年的省市面板数据作为数据样本，本文涉及的原始数据来自《中国统计年鉴》《中国税务年鉴》、 E P S数据库。31个省市的税收数据含其所辖计划单列市的数据（大连、宁波、厦门、青岛、深圳）。为了消除价格指数的影响，所有的变量指标都以2002年为基期利用各省市居民消费价格指数进行平减（2002年=100），为了消除异方差和量纲的问题，所有的绝对数变量指标都进行对数化处理，以进一步增强数据的平稳性，具体数据见表1描述性统计。
表1 变量及描述性统计

Tab.1 Variables and descriptive statistics

变量名称 平均值 标准差 最小值 最大值
czconsit（城镇人均消费） 9.341 0.442 8.405 10.649
ncconsit（农村人均消费） 8.295 0.620 7.038 9.867
czincit（城镇人均收入） 9.503 0.435 8.690 10.738
ncincit（城镇人均收入） 8.444 0.562 7.288 9.875
trit（宏观税负） 0.167 0.091 0.023 0.594
trjjit（间接税负） 0.103 0.046 0.031 0.324
trzjit（直接税负） 0.041 0.049 0.007 0.486
cxgapit（城乡差距） 2.926 0.598 1.845 5.525
pgdpit（人均国内生产总值） 9.938 0.674 8.089 11.463
czzcit（民生财政支出） 6.050 1.062 3.003 8.223
urbanit（城镇化） 0.505 0.151 0.194 0.896
eduit（高等教育在校数） 2.612 0.997 1.078 4.026
openit（开放度） 0.309 0.383 0.017 1.721

注：城镇农村的人均消费和人均收入从2013年起，国家统计局开展了城乡一体化住户收支与生活状况调查，2013年及以后数据来源于此项调查。与2013年前的分城镇和农村住户调查的调查范围、调查方法、指标口径有所不同，但是整体变化趋势不大。2017年前的间接税包含部分营业税，2017年后的间接税不包含营业税。由于2007年的政府收支分类改革对上述项目的统计口径的影响，2007年前的财政支出采用教育事业费，社会保障以及卫生经费。进出口额以当年美元汇率进行换算。本文收入均指年度人均可支配收入。

数据来源方面，模型的被解释变量选取各地区的城镇居民人均消费 c z c o n s i t、农村居民人均消费 n c c o n s i t。解释变量选取全国税务部门分地区税种的税收合计占各地区GDP比重（宏观税负 t r i t）；各省增值税、消费税、营业税总和占各个地区GDP比重（间接税负 t r j j i t）；各省个人所得税、企业所得税占总各地区GDP比重（直接税负 t r z j i t）。门槛变量：城镇居民人均收入 c z i n c i t；农村居民人均收入 n c i n c i t。控制变量：城乡收入差距变量 c x g a p i t用 i省份 t年的城乡人均收入比值来表示；人均国内生产总值变量 p g d p i t；民生支出 z c c z i t用 i省份 t年的各地的教育支出、社会保障、医疗卫生等三个项目的总和表示； u r b a n i t表示城镇化，用 i省份 t年的城镇人口占年末常住人口比重表示；教育 e d u i t用 i省份 t年的高等教育在校人数表示；对外开放程度 o p e n i t用 i省份 i年的进出口总量与GDP的比重来测算，各变量描述统计见表1。

2.3 门槛效果检验与门槛值估计

表2报告了分别以宏观税负、间接税负和直接税负为核心解释变量，居民人均收入为门槛变量，居民消费为被解释变量，分别对城镇和农村进行了双重门槛检验，采用自抽法（1 000次）反复抽样后模拟计算得到F值及伴随概率P值门槛效应结果。实证结果表明，不管是以何变量作为核心解释变量，对于城镇和农村的居民消费都会产生单一门槛效果。对于城镇居民而言，当宏观税负和间接税负作为核心解释变量时，城镇居民人均收入对城镇居民的人均消费通过了10%的显著性水平，表明存在双重门槛效应。对于农村居民而言，只有当宏观税负为核心解释变量时才通过10%的显著性水平，表明存在双重门槛效应，当间接税负和直接税负作为核心解释变量时，农村的人均收入没有对农村居民的消费产生双重门槛效应。不管是以何变量作为核心解释变量，对于城镇和农村的居民消费而言都没有产生三重门槛效应，于是本文将采用双重门槛效应模型进行计量分析。
表2 面板门槛效应的显著性检验

Tab.2 Significance test of panel threshold effect

被解释变量 解释变量 门槛变量 门槛数 F值 10% 5% 1%
czconsit trit czincit 单一门槛 77.49*** 32.983 32.983 58.033
双重门槛 54.51*** 28.110 28.110 49.148
三重门槛 21.61 40.354 40.354 61.067
czconsit trjjit czincit 单一门槛 80.78*** 37.586 45.783 63.767
双重门槛 49.64*** 26.095 32.122 46.141
三重门槛 16.28 34.630 38.883 49.156
czconsit trzjit czincit 单一门槛 40.93** 31.736 39.802 65.712
双重门槛 20.61 23.568 27.991 37.331
三重门槛 9.33 32.984 36.860 45.544
ncconsit trit ncincit 单一门槛 80.56*** 42.547 49.397 67.332
双重门槛 31.80* 30.402 30.402 56.536
三重门槛 19.39 65.738 74.842 9.0785
ncconsit trjjit ncincit 单一门槛 63.28*** 44.130 52.977 71.004
双重门槛 31.48 37.160 43.995 60.315
三重门槛 19.15 57.342 67.987 87.045
ncconsit trzjit ncincit 单一门槛 59.05*** 36.293 45.289 61.264
双重门槛 19.59 31.631 38.515 51.612
三重门槛 17.44 50.087 55.628 68.309

注：1. F值及相关临界值、95%的置信区间均采用“bootstrap”反复抽取1 000次得到的结果；2. ***、**分别表示在1%、5%的显著性水平下显著。

当存在双重门槛效应时，表3列出了具体门槛值以及门槛值的置信区间。对于城镇居民消费而言，当分别以宏观税负和间接税负作为核心解释变量时存在相同的门槛值，居民的人均可支配收入第一门槛值和第二门槛值分别为9.6707（15 846元）和10.0899（2 4098元）；当以直接税负作为核心解释变量时不存在第二门槛值。对于农村居民消费而言，当以宏观税负作为核心解释变量时，居民的人均可支配收入第一门槛值和第二门槛值分别为8.3851（4 381元）和9.251（8 982元），而以间接税负和直接税负作为核心解释变量则不存在第二门槛值，因为只存在单一门槛效应。
表3 各门槛变量的门槛估计值

Tab.3 Threshold estimates for each threshold variable

被解释
变量		 解释
变量		 门槛
变量		 门槛数 估计值 95%的置信区间
czconsit trit czincit 单一门槛 9.6707 [9.6690，9.6745]
双重门槛 10.0899 [10.0355，10.0952]
czconsit trjjit czincit 单一门槛 9.6707 [9.6345，9.6745]
双重门槛 10.0899 [10.0280，10.0456]
ncconsit trit ncincit 单一门槛 8.3851 [8.3254，8.3857]
双重门槛 9.2510 [9.2210，9.2534]
由于我国正处于中等收入阶段，本文根据门槛模型测算出来的门槛数和门槛值，进一步可将城镇人均可支配收入和农村人均可支配收入划分为低等收入、中等收入和高收入三个阶段。具体收入水平等级划分见表4（以2002年价格）。
表4 城乡居民收入群体划分区间（元）

Tab.4 Income groups of urban and rural residents are divided into different ranges(unit:yuan)

变量 城镇 农村
核心变量 宏观税负 间接税负 宏观税负
门槛变量 城镇居民收入 城镇居民收入 农村居民收入
低等收入 <15 846 <15 846 <4 381
中等收入 15 846~24 098 15 846~24 098 4 381~8 982
高等收入 >24 098 >24 098 >8 982

2.4 实证结果分析

门槛模型的变量具体估计结果见表5和表6。表5是对城镇居民消费的变量的估计，对于城镇居民消费而言：城镇居民人均可支配收入小于15 846元的低收入阶段，宏观税负对城镇居民消费的影响为负，弹性系数为-0.808，而城镇居民人均可支配收入为15 846~24 098元之间时，宏观税负对城镇居民的消费的影响迅速减少，弹性系数为-0.452，当城镇居民人均可支配收入大于24 098元时，宏观税负对城镇居民的消费的影响变为-0.06，但是效果不显著。CFPS数据的《中国民生发展报告2018》显示，2016年顶端1%的家庭占有全国约1/3的财富，低端25%的家庭仅仅拥有社会财富的1%左右，高收入人群占比较少，所以无法带动整体消费。宏观税负对高收入人群的影响效果不显著，对中低收入群体产生显著的抑制效果，因此，目前我国宏观税负不利于中低收入群体比重扩大以及消费升级。城镇居民人均可支配收入小于15 846元的低收入阶段，间接税负对城镇居民的消费的影响效果为负，弹性系数为-1.010，而城镇居民人均可支配收入在15 846~24 098元之间时，间接税负对城镇居民的消费的影响迅速增加，弹性系数为-1.215，当城镇居民人均可支配收入大于24 098元时，间接税负对城镇居民的消费的影响的弹性系数为-0.647。
表5 城镇居民消费面板门槛模型参数估计值

Tab.5 Parameter estimation of consumption in urban panel threshold model

变量 宏观税负 变量 间接税负
估计系数 T值 估计系数 T值
cxgapit 0.115*** 7.62 cxgapit 0.122*** 6.8900
pgdpit 0.406*** 9.72 pgdpit 0.393*** 14.3900
czzcit 0.723*** 3.28 czzcit 0.085*** 4.1500
eduit -0.019 -0.65 eduit -0.021 -0.1000
openit -0.106** -3.03 openit -0.097* -1.6800
urbanit 1.334*** 6.73 urbanit 1.289*** 6.321
trit·lcziit -0.808*** -5.08 trjjit·lczincit -1.101*** -3.6100
trit·Mcziit -0.452*** -2.99 trjjit·Mcziit -1.215*** -8.8000
trit·Hcziit -0.061 -0.41 trjjit·Hcziit -0.647*** -5.8600

注：trit·lcziit、trit·Mcziit、trit·Hcziit分别表示以宏观税负为核心解释变量，城镇居民收入的低等、中等、高收入群体对居民消费影响的估计值。trjjit·lczincit、trjjit·Mcziit、trjjit·Hcziit分别表示以间接税负为核心解释变量，城镇居民收入的低等、中等、高收入群体对居民消费影响的估计值。tzjrit·lcziit、trzjit·Mcziit、trzjit·Hcziit分别表示以直接税负为核心解释变量，城镇居民收入的低等、中等、高收入群体对居民消费影响的估计值。其中，***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著。

表6 农村居民消费面板门槛模型参数估计值

Tab.6 Parameter estimation of consumption in rural panel threshold model

核心解释变量 宏观税负
估计系数 T值
cxgapit -0.108*** -5.07
pgdpit 0.354*** 6.22
czzcit 0.098*** 3.21
eduit -0.036* -0.88
openit -0.306*** -6.41
urbanit 2.759*** 10.06
trit·lcziit -0.861*** -3.97
trit·Mcziit -0.244 -1.18
trit·Hcziit 0.368* 1.79

注：此处低中高的不同收入群体的划分原理与表5一致，此处不再赘述。表5低高中收入群体针对的是城镇居民消费，而此表低高中收入群体针对的是农村居民消费，其中，***、*分别表示在1%、10%的显著性水平下显著。

间接税为主的税制结构对居民的消费产生“收入效应”和“替代效应”影响了居民消费可支配收入的下降以及劳务商品的价格上升使得对居民的消费产生显著的抑制作用，与此同时，间接税的累退效应使中等收入群体拥有较大的税负，阻碍了中等收入群体的消费。城镇居民由低收入群体向高收入群体转变的阶段，随着中等收入群体的扩大，城镇居民的恩格尔系数和边际消费倾向逐渐递减，并且城镇居民又拥有较高的储蓄倾向，税收负担抑制效果逐渐变强。城镇居民由中等收入群体向高收入群体转变时，消费结构由中低档转向高档使得劳务商品的价格对高收入群体影响较小，税收负担对城镇居民高收入群体的消费抑制作用降低。
表6输出的结果为对农村居民消费的变量的估计。农村居民人均收入小于4 381元时，宏观税负对居民的消费影响为负，弹性系数为-1.955，当农村居民人均可支配收入在4 381~8 982元时，弹性系数为-0.244，当农村居民人均可支配收入大于8 982元时，宏观税负对农村居民的消费产生的影响变为正，弹性系数为0.368，通过了10%的显著性检验。税收负担对农村居民消费挤出作用扭转成挤入效应，税收收入的增加使得政府可以将更多的税收通过转移支付重新分配到农村居民手中，居民的收入水平间接增加，从而购买力水平增强，政府的补贴能有效提升农村居民的消费。税收的再分配效应从“政府偏向型”转向“居民偏向型”在农村居民消费中得到良好的体现。以间接税负和直接税负作为核心解释变量研究农村收入对农村消费的影响时，不存双门槛效应，只存在单一门槛效应，但是也对消费产生较大的负向影响。
此外，从表5和表6的控制变量来看，对于城镇居民而言，城镇收入差距对居民消费起到促进作用，不难发现城镇收入差距大的地区往往经济水平较高，这意味着高的收入预期与收入水平和低的失业率，使城镇居民都具有较高的消费倾向，从而促进城镇居民的消费。但是对于农村居民而言，虽然经济水平较高的地区城乡收入差距大，但是在全国物价水平大体接近的情况下，农村与城镇的收入差距越大，越发抑制农村居民的消费。政府的民生财政支出对居民的消费都产生了促进作用，教育、医疗和社会保障等“大额刚性支出”间接增加了居民的可支配收入并能有效降低居民的储蓄倾向，进而释放居民预期消费。高等教育人数的增加对与城镇和农村而言都起到了负向的抑制作用，原因在于毕业生刚刚步入社会，工资水平普遍较低，社会压力竞争大，即使有较强的消费倾向，但没有太大的消费能力。在对外开放程度方面，外需低迷，贸易摩擦不断，依赖出口贸易的企业利润持续下降，影响了企业的经营，也间接抑制了居民消费。城镇化的提高有利于城镇居民和农村居民的消费，并且拥有较高的系数，城镇化有利于城镇资源的有效配置及劳动生产水平的提高，并且可以为农村居民创造出比农业就业岗位更高增长率的工资收入，所以城镇化对城镇农村居民消费产生显著的促进作用。

3 结论与建议

3.1 结论

对于城镇居民消费而言，宏观税负作为核心解释变量时，居民收入对消费存在显著的双门槛挤出效应，但是对高收入群体的挤出效应不显著；直接税负没有产生双重门槛效应。间接税负作为核心解释变量时对居民消费存在“非线性”的双重门槛效应，即在城镇居民由低收入群体向中等收入群体跨越时，间接税负对城镇居民消费影响的抑制作用是增强的，中等收入群体比重的提升受到间接税负的影响增大；在由中等收入群体向高收入群体跨越时，间接税负对城镇居民消费的抑制作用却在减弱，表明间接税负对高收入群体的影响较小，而高收入群体的边际消费倾向比中等收入的边际消费倾向低，所以间接税负对我国提升中等收入群体比重的负向影响作用较大，不利于扩大中等收入群体规模。
对于农村居民消费而言，宏观税负对低收入群体产生显著的负向作用，随着收入的增加，税负对居民消费的影响出现扭转态势，在高收入群体出现正向的促进作用。税收的增加带来政府财政资金增加，通过转移支付增加民生财政支出对农村居民消费产生显著效果，并且由于农村收入水平较低，很少有居民达到个人所得税起征点，如面临征税时，表明农村居民的收入已经得到很大的提升（但是与城镇相比不是同等水平），工资增加的“收入效应”大于“税收痛苦效应”。直接税负和间接税负对居民消费只存在单一门槛的挤出效应，不存在双重门槛效应；由于我国城乡二元经济结构，农村的高收入水平相对于城镇而言只是中等偏下水平。

3.2 建议

基于上述研究结论，我们提出以下税收政策建议：第一，适当降低税收负担，进一步发挥税收政策刺激居民消费的作用。以间接税制为主的税制结构不能有效发挥财税政策调节居民收入进而使我国经济平稳换挡，因此，应积极推进以间接税为主的税制结构向以直接税为主的税制结构转变，并在直接税中提高个人所得税和财产税的比重，从而减轻中低收入者的纳税负担，缩小不同收入阶层间居民差距，从而提升居民消费能力和消费意愿，减轻居民负担和降低社会公众的“税收痛苦指数”。中等收入群体拥有较高的边际消费倾向，所以扩大中等收入群体比重更有利于促进我国居民消费，构建我国居民消费需求增长的长效机制。
第二，更加注重税收政策对农村居民消费的再次分配作用。由于经济的快速发展和城乡二元经济结构，使得城乡收入差距变大，税收政策对农村居民消费的影响很大，且即使处于农村高收入水平的人群也只相当于城镇居民中低收入群体。因此，宏观税收的收入调节分配应更加注重对农村居民消费的再次分配，在减轻税收负担方面应对这部分人群进行相应的倾斜，并且在民生财政支出方面应给予农村居民包括医疗、教育及住房等方面的优惠来扩大居民消费，降低农村居民的预防性储蓄，增加农村居民的可支配收入，提高农村居民的即期消费。加速推进低收入群体向中等收入群体转变，提高中等收入人群的比例，形成“橄榄型”的社会收入分配形态，进而扩大内需，促进中国经济平稳快速的高质量发展。

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